4.1. Phân tích phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng từ năm 2001 - 2009 Bảng 4.1: Số lƣợng công ty IPO và quy mô phát hành
Năm Số lƣợng cơng ty (Triệu đồng)Trung bình (triệu đồng)Trung vị (triệu đồng)Cao nhất (triệu đồng)Thấp nhất
2001 4 43,557 36,509 79,677 21,535 2002 6 74,465 27,537 254,636 10,384 2003 2 24,721 24,721 26,000 23,443 2004 1 24,230 24,230 24,230 24,230 2005 9 39,933 40,800 92,538 6,122 2006 136 536,789 70,275 15,385,731 6,875 2007 50 2,781,673 547,825 38,000,000 16,162 2008 84 747,967 165,096 15,148,000 10,881 2009 117 1,083,603 177,299 22,061,524 13,444
Nguồn: Tác giả tính toán tư mẫu nghiên cứu
Trong bảng 4.1, cho thấy sô lượng công ty phát hành lần đầu tăng mạnh trong 2 năm 2006 vớ i 136 công ty IPO và năm 2009 là 117 công ty IPO. Nguyên nhân chính là ci năm 2006 với chính sách khuyết khích các doanh nghiệp được miễn thuế thu nhập doanh nghiệp trong 3 năm đầu và giảm 50% trong 3 năm tiếp theo,
cùng với sự kiện Việt Nam gia nhập WTO, bên cạnh đó trong năm 2009 sau khủng hoảng các doanh nghiệp được hỗ trợ bởi gói kích thích kinh tế giảm lai suất 4% (gói kích thích kinh tế thứ 1) và 2% (gói kích thích kinh tế thứ 2), do đó các doanh nghiệp gia tăng phát hành và niêm yết trong những thời điểm thích hợp. Quy mơ phát hành được đo lường bằng khôi lượng phát hành và giá chào bán, trong năm 2007 một loại các doanh nghiệp nhà nước lớn thực hiện phát hành
như Nhiệt điện Phả Lại, cơng ty hóa chất và phân đạm Dầu khí, quy mơ phát hành trung bình đạt 2.781 tỷ đồng. Năm 2009, cùng với việc phát hành lần đầu của 2 công ty Bảo hiểm Bảo Việt và Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam, trung bình giá trị phát hành đạt 1.083 tỷ đồng. Nhìn chung, giá trị phát hành tăng dần qua các năm, cho thấy việc huy động vôn thông qua phát hành cổ phiếu ở thị trường Việt Nam ngày càng phát triển.
Bảng 4.2: Phát hành lần đầu ra công chúng theo sàn niêm yết
Sàn niêm yết Số lƣợng phát hành Trung bình (triệu đồng) Trung vị (triệu đồng) Cao nhất (triệu đồng) Thấp nhất (triệu đồng) HNX 237 291,069 67,215 12,600,000 6,122 HOSE 172 1,940,514 499,550 38,000,000 10,384
Nguồn: Tác giả tính toán tư mẫu nghiên cứu
Bảng 4.2, phân loại thị trường sau niêm yết. Phần lớn các công ty quy mô lớn niêm yết trên sàn HOSE, các công ty quy mô nhỏ thường niêm yết trên sàn HNX. Nguyên nhân chủ yếu là do quy định 126/2004/TT-BTC về điều kiện niêm yết ở HNX phải có mức vơn điều lệ tơi thiểu thực có tính đến ngày xin phép phát hành là 10 tỷ đồng, trong khi điều kiện niêm yết trên HOSE mức vôn điều lệ tơi thiểu thiểu thực có tính đến ngày xin phép phát hành là 80 tỷ đồng. Trung bình giá trị phát hành trên HOSE đạt 1.940 tỷ đồng cao hơn nhiều so vớ i sàn HNX là 291 tỷ
Bảng 4.3: Phát hành lần đầu ra công chúng phân loại theo ngành
Ngành Số lƣợng phát hành Trung bình (triệu đồng) Trung vị (triệu đồng) Cao nhất (triệu đồng) Thấp nhất (triệu đồng)
Công nghệ thông tin 12 1,267,327 129,196 9,729,637 16,700
Công nghiệp 177 322,267 76,385 6,912,000 6,122 Dầu khí 4 4,183,888 1,982,024 12,600,000 171,504 Dịch vụ tiêu dùng 32 143,130 44,000 1,494,507 7,952 Dược phẩm và y tế 11 286,200 199,020 642,424 10,881 Hàng tiêu dùng 60 936,381 242,750 17,150,394 10,384 Ngân hàng 6 10,351,534 11,814,628 16,481,828 551,800 Nguyên vật liệu 45 1,580,621 300,000 38,000,000 21,644 Tài chính 40 2,266,845 790,000 22,061,524 21,698 Tiện ích cơng cộng 22 1,179,308 318,195 12,241,580 19,367
Nguồn: Tác giả tính toán tư mẫu nghiên cứu
Trong bảng 4.3, phân loại các công ty phát hành lần đầu ra công chúng IPO theo ngành theo tiêu chuẩn phân ngành ICB và dữ liệu từ Stoxplus. Trong mẫu nghiên cứu, ngành công nghiệp là ngành thu hút các doanh nghiệp phát hành lần đầu ra công chúng nhiều nhất, tuy nhiên phần lớn là các doanh nghiệp có quy mơ nhỏ với giá trị phát hành trung bình đạt 322 tỷ đồng. Ngành dầu khí và ngân hàng có sơ lượng doanh nghiệp phát hành lần đầu ra công chúng không nhiều nhưng giá trị phát hành trung bình rất cao lần lượt đạt 4.183 tỷ đồng và 10.351 tỷ đồng.
Bảng 4.4: Phát hành lần đầu ra công chúng phân loại theo tổ chức tƣ vấn phát hành
Tổ chức
tƣ vấn Số lƣợng phát hành Trung bình (triệu đồng) Trung vị (triệu đồng) Cao nhất (triệu đồng) Thấp nhất (triệu đồng)
ACBS 28 822,343 74,823 11,550,489 12,773 BSC 21 666,168 71,268 9,729,637 16,700 BVSC 84 1,143,802 166,500 22,061,524 10,348 SSI 51 1,325,504 226,800 15,148,000 13,962 MBS 23 295,020 68,200 2,926,800 11,908 VCBS 24 650,614 51,345 12,078,768 6,875 VietinSC 24 892,352 48,923 12,241,580 7,194 SVS 10 384,323 143,129 1,845,000 32,693 DongASC 12 437,979 308,821 1,650,000 13,444 KLS 12 814,707 218,436 4,928,000 49,800 Khác 120 1,188,010 179,200 38,000,000 6,122
Nguồn: Tác giả tính toán tư mẫu nghiên cứu
Bảng 4.4, phân loại các công ty phát hành lần đầu ra công chúng IPO theo tổ chức tư vấn phát hành. Trong mẫu nghiên cứu có tổng 53 tổ chức tư vấn phát hành. Trong bài nghiên cứu, chia ra làm 10 tổ chức tư vấn phát hành lớn với sô lượng tổ chức phát hành được tư vấn từ 10 trở lên và các tổ chức được phân loại vào ―khác‖. Trong bảng 4.4, Chứng khoán Bảo Việt và chứng khoán Sài Gòn là 2 tổ chức tư vấn phát hành nhiều nhất với giá trị phát hành trung bình lần lượt là 1.143 tỷ đồng và 1.325 tỷ đồng. Điều này cho thấ y các công ty có quy mô lớ n thườ ng
lư
ạ choṇ những tổ chứ c tư vấn phát hành có uy tín để thưc̣
hiê
ṇ phát hành lần đầu ra công chú ng.
4.2 .Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình
Thơng kê mơ tả các tỷ suất sinh lợi trong ngắn hạn: định giá thấp (giá giao dịch ngày đầu tiên/giá chào bán), CAR 4 days (tỷ suất sinh lợi 4 ngày sau khi niêm
yết), CAR 5 days (tỷ suất sinh lợi 5 ngày sau niêm yết). Đồng thời, xem xét tỷ suất sinh lợi trong dài hạn: 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi niêm yết.
Bảng 4.5: Thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi trong ngắn hạn và dài hạn CARs
UNDERPRICING CAR_4_DAYS CAR_5_DAYS CAR1Y CAR2Y CAR3Y
Trung bình 0.611352 -0.018642 -0.021383 0.114220 0.210969 0.332649 Trung vị 0.261905 -0.035560 -0.036280 0.044486 0.123483 0.216882 Cao nhất 6.791458 0.436341 0.548964 3.416511 4.019183 4.537312 Thấp nhất -0.669054 -0.409679 -0.422266 -1.548095 -1.475993 -1.718208 Độ lệch chuẩn 0.907950 0.150279 0.172151 0.641818 0.773682 0.903262 Skewness 2.588362 0.285678 0.408413 1.371229 1.190713 1.003293 Kurtosis 13.63274 2.815737 3.032724 7.247394 5.993861 5.151999
Nguồn: Tác giả tính toán tư mẫu nghiên cứu
Tỷ suất sinh lợi trung bình trong ngày đầu tiên niêm yết là 61%, cho thấy cổ phiếu các công ty bị định giá thấp. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Miller and Reilly (1987), Allen and Faulhaber (1989) và Rock(1986). Đặc biệt kết quả này cũng giông kết quả nghiên cứu của Ayayi (2011) về định giá thấp tại Việt Nam với dữ liệu nghiên cứu từ tháng 2/2005 đến tháng 6/2007.
Giá trị độ lệch chuẩn của việc định giá thấp là 90,79%, giá trị độ lệch chuẩn cao cho thấy mức độ định giá thấp của các công ty phát hành lần đầu ra công chúng trong mẫu là phân tán khá lớn và có ý nghĩa thơng kê ở mức 1% . Như vậy, ta có thể kết luận là có bằng chứng về việc định giá thấp ở các công ty phát hành lần đầu ra công chúng ở Việt Nam.
Bảng 4.6: Kiểm định trung bình mức độ định giá thấp
Hypothesis Testing for UNDERPRICING Included observations: 409
Sample Mean = 0.611352 Sample Std. Dev. = 0.907950
Method Value Probability
Một sô nguyên nhân chủ yếu việc định giá thấp là do:
(1)Định giá thấp phù hợp với tính khơng chắc chắn trong giá chào bán đƣợc định giá bởi tổ chức tƣ vấn phát hành. Trong đó, tính khơng chắc chắc do thông tin bất cân xứng giữa nhà đầu tư lớn, nhà đầu tư tổ chức, cán bộ công nhân viên trong công ty và nhà đầu tư cá nhân (Rock 1986).
(2) Các tổ chức phát hành tự nguyện định giá thấp nhƣ một cách thức để thu hút nhà đầu tƣ (Ogden et al 2003). Nguyên nhân này phù hợp với thực nghiệm tại thị trường Việt Nam trong giai đoạn 2008 khi việc huy động vơn trên thị trường chứng khoán khó khăn do bị ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế tồn cầu, cơng ty Hoàng Anh Gia Lai (HAG) quyết định chọn giá chào bán thấp 40.000 đồng/CP.
(3) Tính lạc quan quá mức của thị trƣờng khi cho rằng mua cổ phiếu công ty định giá thấp sẽ đem lại lợi nhuận cao khi niêm yết trên thị trƣờng thứ cấp (Purnanandam and Swaminathan 2004; Zheng 2007). Nguyên nhân này cũng phù hợp với thực tế tại thị trường chứng khoán Việt Nam đặc biệt trong giai đoạn thị trường phát triển mạnh vào những năm 2006-2007, các nhà đầu tư mua cổ phiếu trên thị trường sơ cấp từ đấu giá lần đầu ra công chúng có thể được lợi nhuận 100%-200%, đặc biệt có cơng ty mức lợi nhuận có thể gấp 10 lần, khi công ty thực hiện niêm yết.
(4) Định giá thấp nhƣ một phần thƣởng cho các nhà đầu tƣ trong thời gian nắm giữ (Gavriel Ayi Ayayi 2011) tại thị trường Việt Nam.
Trong dài hạn, trung bình tỷ suất sinh lợi trong 1 năm, 2 năm, 3 năm vẫn có giá trị dương, cho thấy trong dài hạn, cổ phiếu vẫn được định giá thấp. Điều này trái với lý thuyết về thị trường hoàn hảo của Fama(1998) cho rằng thị trường hoàn hảo tồn tại thử thách từ các lý thuyết về tỷ suất sinh lợi bất thường.
Bên cạnh đó, giá trị độ lệch chuẩn hầu hết các tỷ suất sinh lợi đều khá cao (0.15- 0.9) cho thấy biến động mạnh của tỷ suất sinh lợi các công ty IPO.
4.3. Kết quả h ồi quy đa biến đo lƣờ ng cá c nhân tố ả nh hƣở ng đến tỷ suấ t
sinh
lơị cổ phiếu IPO
Trong bài nghiên cứu, mơ hình hồi quy đa biến theo phương pháp OLS nhằm xem xét ảnh hưởng của các đặc điểm: quy mô phát hành, tỷ lệ cổ phiếu tự do lưu hành, khôi lượng giao dịch ngày đầu tiên niêm yết , tỷ suất sinh lợi thị trường tháng trước khi IPO, thị trường niêm yết, tổ chức bảo lanh phát hành đến tỷ suất sinh lợi ảnh hưởng từ sự kiện IPO. Để thực hiện đánh giá, chia thời gian nghiên cứu gồm 2 khung thời gian: (1) Ngắn hạn: ngày đầu tiên niêm yết, 4 ngày sau khi niêm yết, 5 ngày sau khi niêm yết; (2) Dài hạn: 1 năm, 2 năm, 3 năm sau khi niêm yết.
4.3.1 Kết quả h ồi quy đa biến đo lƣờ ng cá c nhân tố ả nh hƣở ng đến tỷ suấ t
sinh
lơị cổ phiếu IPO trong ngắn hạn
Hồi quy đa biến với biến phụ thuộc là chênh lệch giá chào bán từ sự kiện IPO với giá ngày đầu tiên niêm yết (Định giá thấp), tỷ suất sinh lợi 4 ngày sau khi niêm yết và tỷ suất sinh lợi 5 ngày sau khi niêm yết.
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy trong ngắn hạn
Định giá thấp CAR-4DAYS CAR-5DAYS
LN_SIZE -0.063 0.000 0.001 T-statistic -2.078 * 0.035 0.223 FREE_FLOAT -0.104 -0.022 -0.024 T-statistic -0.741 -0.907 -0.885 VOLUME 1.008 0.225 0.282 T-statistic 0.89 1.161 1.269 RETURN 0.795 0.001 -0.004 T-statistic 2.513* 0.017 -0.070 EXCHANGE -0.042 0.002 0.002 T-statistic -0.392 0.107 0.079 UNDERWRITER 0.307 -0.011 -0.010 T-statistic 3.213 * -0.663 -0.551 Intercept 1.204 -0.006 -0.022 T-statistic 3.200 -0.094 -0.302 R-square 7.31% 0.64% 0.64% Pro (F-statistic) 0.000 0.858 0.837 Durbin-Watson stat 1.91 1.99 1.93
Theo kết quả được trình bày trong bảng 4.7, cho thấy prob (F-statistic) mơ hình định giá thấp bằng 0.00 cho thấy các hệ sơ tương quan trong mơ hình khơng đồng thời bằng khơng, nghĩa là các biến có thể giải thích được định giá thấp từ sự kiện IPO. Ngược lại, mơ hình tỷ suất sinh lợi trong 4 ngày và 5 ngày sau khi niêm yết có pro (F-statistic) >10%, các hệ sô tương quan trong mơ hình đồng thời bằng khơng, nghĩa là các biến khơng có tác dụng giải thích cho tỷ suất sinh lợi trong 4 ngày và 5 ngày sau niêm yết.
Tỷ suất sinh lợi của thị trường 1 tháng trước khi niêm yết, quy mô phát hành và tổ chức bảo lanh phát hành có ý nghĩa thơng kê tại mức ý nghĩa 10% trong mơ hình định giá thấp. Kết quả cho thấy, quy mơ phát hành có tương quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từ sự kiện IPO với hệ sô tương quan là 0.06, tư c là 1% tăng trong quy mô phát hành dẫn đến tỷ suất sinh lợi giảm 0.06%. Kết quả này ngược với kết luận trong nghiên cứu của Gompers and Lerner (2003). Chúng
tơi cho rằng có các nguyên nhân sau ảnh hưởng đến kết quả: (1) thị trường Việt Nam là thị trường sơ khai do đó biến động giá trên thị trường ―bất thường‖ chủ yếu theo tâm lý đám đơng và tính minh bạch thấp do đó các cơng ty nhỏ thường dễ cho tỷ suất sinh lợi cao hơn ; (2) phần lớn là các nhà đầu tư cá nhân nên việc lựa chọn các công ty có có quy mơ nhỏ sẽ phù hợp với các nhà đầu tư cá nhân hơn là các công ty quy mơ lớn.
Bên cạnh đó, thời điểm niêm yết cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từ sự kiện IPO, tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước niêm yết tăng 1% dẫn đến tỷ suất sinh lợi bất thường từ IPO tăng 0.79%. Kết quả trên phù hợp với kết quả nghiên cứu của Ogden et al (2003) và Fama (1998), cho rằng tỷ suất sinh lợi thị trường 1 tháng trước khi IPO càng cao thì tỷ suất sinh lợi cổ phiếu IPO càng tăng. Ngoài ra, tổ chức bảo lanh phát hành cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của công ty từ sự kiện IPO. Các công ty được các tổ chức bảo lanh phát hành lớn có tỷ suất sinh lợi cao. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Fernando Belden Saro, Mohammad Tayseer Chenine (2007). Ngoài ra, các tổ chức bảo lanh phát hành
với tiềm lực tài chính lớn và uy tín sẽ là yếu tô ―tham khảo‖ cho các nhà đầu tư khi quyết định đầu tư vào các công ty IPO khi các thơng tin trên thị trường chứng khoán Việt Nam thiếu tính minh bạch.
4.3.2 Kết quả h ồi quy đa biến đo lƣờ ng cá c nhân tố ả nh hƣở ng đến ty suấ t
sinh
lơị cổ phiếu IPO trong dài hạn
Bên cạnh xem xét ảnh hưởng trong ngắn hạn, bài nghiên cứu xem xét trong dài hạn. Thực hiện xác định mơ hình hồi quy đa biến với biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy 1 năm, 2 năm và 3 năm sau khi niêm yết.
Kết quả tỷ suất sinh lợi bất thường tích lũy 1 năm, 2 năm, 3 năm sau khi niêm yết được trình bày trong bảng 4.8 cho thấy khơng có biến giải thích nào có ý nghĩa thơng kê tại mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Bảng 4.8: Hồi quy đa biến với biến phụ thuộc CARs trong dài hạnCARs_ 1Y CARs_ 2Y CARs_ 3Y CARs_ 1Y CARs_ 2Y CARs_ 3Y
LN_SIZE 0.028 0.030 0.028 T-statistic 1.291 1.132 0.903 FREE_FLOAT 0.086 0.147 0.277 T-statistic 0.848 1.196 1.933 RETURN -0.036 0.040 -0.070 T-statistic -0.155 0.144 -0.214 VOLUME -0.161 0.309 0.473 T-statistic -0.195 0.310 0.407 EXCHANGE 0.071 -0.007 -0.073 T-statistic 0.898 -0.068 -0.655 UNDERWRITER 0.000 -0.003 0.049 T-statistic -0.003 -0.041 0.502 Intercept -0.307 -0.247 -0.188 T-statistic -1.122 -0.745 -0.487 R square 1.54% 0.75% 1.25% Prob(F-statistic) 0.393 0.799 0.531 Durbin-Watson stat 1.92 1.93 2.02
4.3.3 Kiểm định mô hình các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi bất thƣờng từ sự kiện IPO trong ngắn hạn
(1) Ma trận tƣơng quan: nhằm mục đích sử dụng ma trận tương quan nhằm
kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng 4.9 cho thấy, các hệ sô tương quan giữa các cặp biến đều nhỏ hơn 0.6. Do đó, khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong các biến.
Bảng 4.9: Ma trận tƣơng quan các biến độc lập trong mơ hình
LN_SIZE FREE_FLOAT VOLUME RETURN EXCHANGE UNDERWRITER LN_SIZE 1.000000 -0.060146 -0.100887 -0.128607 0.523991 -0.047649 FREE_FLOAT -0.060146 1.000000 0.116484 -0.065699 0.021837 0.022339 VOLUME -0.100887 0.116484 1.000000 -0.047856 -0.216521 -0.084026 RETURN -0.128607 -0.065699 -0.047856 1.000000 0.013070 0.180644 EXCHANGE 0.523991 0.021837 -0.216521 0.013070 1.000000 0.142862 UNDERWRITER -0.047649 0.022339 -0.084026 0.180644 0.142862 1.000000
(2) Kiểm định White Heteroscedasticity: kiểm định phương sai sai sô thay đổi. Kết quả được trình bày trong bảng 4.10 với F-test có giá trị 1.48 và prob là